一、引言

攻击行为是指任何有意对他人造成伤害的行为,而这一伤害是受害人想要回避的,主要包括言语攻击、身体攻击和关系攻击等(Ettekal&Ladd,2017)。青少年攻击行为是社会公认的严重问题,不仅可能扰乱和危害学校和社会的正常秩序,而且对个体当前的学业、情绪和行为发展以及成年后的社会适应带来极大的不利影响(Ettekal&Ladd,2017;Martinsetal.,2013)。因此,非常有必要探究青少年攻击行为的影响因素和机制,从而制定有针对性的预防和减少攻击行为的方案。

在青少年攻击行为的众多影响因素之中,同伴侵害的作用受到了越来越多研究者的关注(Ettekal&Ladd,2017;Lin,Yu,Chen,Tian,&Zhang,2018)。大量实证研究表明,遭受同伴直接攻击以及经历同伴侵害对青少年的危害严重(Lansfordetal.,2012);与此同时,研究也表明,同伴侵害与攻击行为往往协同发生,青少年往往既是攻击受害者,也是攻击实施者(Ettekal&Ladd,2017)。尽管研究证实了同伴侵害与攻击行为紧密关联,然而同伴侵害影响青少年攻击行为的机制尚不清楚。具体而言,同伴侵害通过什么中间因素影响攻击行为(中介机制),以及同伴侵害对攻击行为的影响如何受其他因素的调节(调节机制)等亟待探究。明晰中介和调节机制是有针对性地开发促进遭受同伴侵害的青少年社会适应干预方案的科学依据和基础。

(一)心理需求满足的中介作用

进入青春期,青少年能力需求、关系需求和自主需求迅猛增长,这对于个体的发展产生了深远的影响(Lietal.,2016;Ryan&Deci,2000)。依据自我决定理论(self-determinationtheory,Ryan&Deci,2000),同伴侵害有可能通过削弱青少年心理需求的满足,进而增加其攻击行为。自我决定理论认为,人类有能力需求、关系需求、自主需求等三个基本心理需求。这三大需求是否满足受环境因素的制约,继而又对人们的心理和行为造成影响。具体而言,当个体所处的外在环境能满足其需求时,就会表现出寻求积极发展的强烈内在动机,进而促进社会适应;反之,当外在环境(如遭受同伴侵害)不能满足个体的心理需求时,则会消极懈怠、表现出不良的情绪和行为问题(如攻击行为)。即心理需求的满足可能是同伴侵害与青少年攻击行为关系间重要的中介变量。

一方面,同伴侵害会妨碍青少年心理需求的满足。同伴侵害损害青少年的自尊及其在群体中的社会地位(能力需求受损)、破坏其在群体中的话语权(自主需求受损),以及增加同伴排斥(关系需求受损)。实证研究也表明,同伴侵害是青少年心理需求满足的重要风险预测因素(Basson&Rothmann,2018)。另一方面,心理需求的不满足会增加青少年攻击行为的发生率。心理需求满足的受损增加青少年结交不良同伴的可能性,而结交不良同伴会通过观察学习和同伴群体压力快速地增加青少年的攻击行为等问题行为(Linetal.,2018)。因此,心理需求满足可能有助于解释同伴侵害对青少年攻击行为的影响。一些相关研究为这一观点提供了间接的证据。例如Li等人(2016)的研究曾发现,同伴侵害等风险压力是通过削弱青少年心理需求的满足,进而增加其网络成瘾的。相关研究表明,网络成瘾与攻击行为存在一定的协同发生性(Kingston,Clarke,Ritchie,&Remington,2011),且二者具有相似的影响机制(Ko,Yen,Yen,Chen,Weng,&Chen,2008)。类似地,喻承甫等人(2018)研究发现,心理需求的满足可显著中介父母体罚与青少年攻击行为的关系。因此,基于上述理论框架和实证依据,提出研究假设1:心理需求满足显著中介同伴侵害与青少年攻击行为的关系。

(二)意向性自我调节的调节作用

尽管同伴侵害是青少年攻击行为的重要风险因素,但并非所有的青少年均同等地受到同伴侵害的影响。比如有研究发现,同伴侵害在某些条件下(如高父母知情)对攻击行为的影响较小,甚至不显著(Linetal.,2018);此外,同伴侵害也不一定会导致攻击行为,也可能导致退缩行为。因此,非常有必要探讨同伴侵害导致青少年差异性发展的相关调节变量。生态系统理论(Bronfenbrenner,1977)指出,青少年的发展受个人特征与环境因素的交互影响,即青少年因其个人特征的不同而对外在环境作出差异性反应。风险缓冲假说(risk-bufferinghypothesis)也认为,保护性因素可缓冲风险因素的不利影响,即相较于保护性因素缺失的个体而言,风险因素与结果之间的关联在保护性因素水平较高的个体中显著减弱(Fergus&Zimmerman,2005)。然而,目前尚无实证研究考察个人特征在同伴侵害影响青少年攻击行为的间接效应中的调节作用。在文献回顾的基础上,本研究拟检验意向性自我调节在中介过程“同伴侵害→心理需求满足→青少年攻击行为”中的调节作用。

意向性自我调节(intentionalself-regulation)是指个体以自己获得更好的功能和加强自我发展为目标,积极地协调个人发展目标与外在环境资源的选择、优化和补偿等一系列行动过程(Gestsdóttir&Lerner,2007)。实证研究表明,意向性自我调节对促进青少年积极发展、减少其抑郁等消极情绪和风险行为有一定作用(常淑敏,宋育珊,魏亦峰,2017;Zimmerman,Phelps,&Lerner,2007)。意向性自我调节不仅对青少年发展具有直接影响,也可缓冲风险因素的不利效应。如Urban等人(2010)研究发现,社区生态风险显著增加低意向性自我调节青少年的孤独、抑郁、伤心等心理健康症状,但这一效应在高意向性自我调节青少年群体中不显著。类似地,Yu等人(2019)研究发现,消极的学校氛围显著增加青少年的孤独感,且这一效应在低意向性自我调节青少年中显著强于高意向性自我调节青少年。因此,意向性自我调节有助于缓冲风险逆境对青少年的不利影响。基于上述实证依据,可以预测,较为明确适合自己的目标、习得了一定的朝向目标的调节策略的高意向性自我调节青少年在遭遇风险情境(如同伴侵害)时能更好地进行自我调节来应对风险,从而较少受到风险的不利影响。相反,目标混乱、缺乏朝向目标的自我调节策略的青少年则更易受到风险的不利影响。综上所述,本研究提出研究假设2:意向性自我调节可显著调节同伴侵害与青少年心理需求满足、攻击行为的关系,即意向性自我调节能缓冲同伴侵害对青少年心理需求满足、攻击行为的不利影响。

心理需求的满足对青少年攻击行为的影响也可能受意向性自我调节的调节。相较于低意向性自我调节青少年而言,高意向性自我调节的青少年在心理需求低满足时也可能会表现出较少的攻击行为。尽管心理需求不满足会增加攻击行为风险,但是具有高意向性自我调节的青少年因为具有清晰的目标,在朝向目标的自我调节下更有助于提升自我控制,进而减少攻击行为的发生(Zimmermanetal.,2007)。与之相反,缺乏意向性自我调节能力的青少年,因不能较好地控制自己,从而在心理需求得不到满足时可能会通过攻击行为等方式来排解伴随的消极情绪或寻求需求的满足。因此,本研究提出假设3:意向性自我调节可显著调节心理需求满足与青少年攻击行为的关系,即意向性自我调节能缓冲低心理需求满足对青少年攻击行为的风险效应。

综上所述,基于自我决定理论(Ryan&Deci,2000)和生态系统理论(Bronfenbrenner,1977),本研究拟考察心理需求满足在同伴侵害与青少年攻击行为关系间的中介作用,以及意向性自我调节在其中的调节作用。结合研究假设1、2和3,提成了一个有调节的中介模型(见图1)。此外,已有研究表明,言语、身体和关系等不同形式的攻击可能存在差异性影响因素及机制(Werner&Nixon,2005),因此,本研究将细分言语、身体和关系攻击以对青少年攻击行为的影响机制进行更具体的探讨。

图1假设模型图

二、研究方法

(一)被试

采用方便取样法,选取广州市、东莞市等地四所普通公办初级中学学生为被试,共发放问卷1406份,剔除规律作答、漏填超过10%以上等问卷,共获得1347份有效问卷,有效率95.80%。其中,男生664名,女生683名;被试平均年龄为12.90岁,标准差为0.57,年龄范围介于11到15岁。其中,28.20%青少年来自人均月收入2000元人民币以下家庭,49.80%青少年来自人均月收入2001-4000元人民币家庭,22.00%青少年来自人均月收入4001元人民币及以上家庭。

(二)研究工具

1.同伴侵害。

采用周莎莎等人(2015)编制的同伴侵害问卷进行测量。该问卷共9个项目,要求青少年报告在最近的半年里遭受同伴言语、关系和身体侵害的频率。问卷采用5点评分,1表示“没有”,5表示“4次或以上”。鉴于言语、关系和身体侵害三维度间彼此高相关(0.47≤rs≤0.74),计算所有项目的平均分,分数越高表明遭受的同伴侵害越多。本研究中,该问卷的内部一致性Cronbachα系数为0.88。

2.意向性自我调节。

采用代维祝等人(2010)编制的意向性自我调节问卷进行测量。该问卷共9个项目,要求青少年报告在最近的半年里使用选择、优化、补偿等朝向目标的自我调节的程度。问卷采用5点评分,1表示“完全不符合”,5表示“完全符合”。鉴于选择、优化和补偿自我调节彼此高相关(0.66≤rs≤0.71),计算所有项目的平均分,分数越高表示意向性自我调节倾向越强。本研究中该问卷的内部一致性Cronbachα系数为0.88。

3.心理需求满足。

采用Deci等人(2001)编制的心理需求满足量表进行测量。该量表共21个项目,要求青少年报告在最近的半年里,能力、关系和自主心理需求的满足程度。采用5点评分,1表示“完全不符合”,5表示“完全符合”。鉴于能力、关系和自主心理需求彼此高相关(0.49≤rs≤0.59),计算所有项目的平均分,分数越高表示心理需求的满足程度越高。在本研究中,该量表的Cronbachα系数为0.83。

4.攻击行为。

采用Maxwell(2008)编制的攻击问卷的言语、身体和关系攻击分问卷。共19个项目,要求青少年报告在最近半年里出现攻击行为的程度。采用5点评分,1表示“完全不像我”,5表示“几乎和我一样”。计算言语、身体和关系攻击的平均分,分数越高表示该种攻击行为越多。本研究中,言语、身体和关系攻击分量表的内部一致性Cronbachα系数分别为0.60、0.80和0.63。

5.控制变量。

以往研究表明,性别、年龄、家庭人均月收入、亲子关系和感觉寻求是青少年心理需求满足和攻击行为的显著影响因素(Linetal.,2018;Wang,Yu,Zhang,Chen,Zhu,&Liu,2017),因此本研究将上述变量纳入数据分析模型作为控制变量。家庭人均月收入采用十级评分,1表示“1000元及以下”,10表示“9001元及以上”。亲子关系采用张婷丹等人(2015)编制的亲子关系问卷,共16个项目,要求青少年报告在最近的半年里与父亲和母亲的关系质量。采用三点评分,1表示“从不”,3表示“经常”;计算所有项目的均分,分数越高表示亲子关系质量越高。感觉寻求的测量采用Cyders等人(2014)编制的UPPS-P冲动行为量表的感觉寻求分量表进行测量,共4个项目,要求青少年报告在最近的半年里寻求刺激感受的程度。采用四点评分,1表示“非常不符合”,4表示“非常符合”;计算所有项目的均分,分数越高表示感觉寻求倾向越强。本研究中,亲子关系问卷和感觉寻求量表的内部一致性Cronbachα系数分别为0.82和0.75。

(三)施测过程和数据处理

在征得学校领导、教师和学生本人的知情同意后,以班级为单位进行团体施测,由经过培训的心理学专业教师、硕博士研究生以及中学心理教师担任主试。问卷完成时间约30分钟,所有问卷当场回收。描述统计采用SPSS25.0软件进行,中介和调节作用分析采用Mplus8软件进行。

三、结果与分析

(一)各变量的平均数、标准差和相关系数

表1呈现了本研究主要变量以及控制变量(性别、年龄、家庭人均月收入、亲子关系和冲动性)的均值、标准差及其相关系数。结果发现:(1)同伴侵害与言语、身体和关系攻击行为均显著正相关,表明同伴侵害是青少年言语、身体和关系攻击行为的重要风险因素;(2)同伴侵害与心理需求满足显著负相关,且心理需求满足与攻击行为显著负相关,表明同伴侵害是青少年心理需求满足的重要风险因素,而心理需求满足是青少年攻击行为的重要保护性因素。

表1各变量的平均数、标准差及其相关系数

(二)心理需求满足在同伴侵害与青少年攻击行为关系间的中介作用

数据处理之前,对年龄等控制变量以及自变量、中介变量进行中心化处理。全模型为饱和模型,该模型发现心理需求的满足对言语攻击的预测不显著,以及部分控制变量对中介变量和结果变量的预测不显著。逐一删除上述路径,发现模型卡方均没有显著增加。因此,删除上述路径得到最终模型,检验发现拟合指数良好:χ2(20)=55.083,χ2/df=2.754,CFI=0.985,RMSEA=0.036。图2呈现了最终模型。如图2所示,研究发现:(1)在控制了性别、亲子关系和感觉寻求之后,同伴侵害可显著负向预测心理需求满足(b=-0.38,SE=0.02,p<0.01);(2)心理需求满足可显著负向预测身体攻击(b=-0.16,SE=0.03,p<0.01)和关系攻击(b=-0.16,SE=0.02,p<0.01)。进一步采用偏差矫正Bootstrap方法(N=1000)检验中介效应的显著性,发现心理需求满足可显著中介同伴侵害与身体攻击的关系(中介效应值为0.059,SE=0.01,95%CI[0.039,0.078]),也可显著中介同伴侵害与关系攻击的关系(中介效应值为0.061,SE=0.01,95%CI[0.043,0.081])。

图2心理需求满足在同伴侵害与青少年攻击行为关系间的中介作用

(三)有调节的中介效应检验

对年龄等控制变量以及自变量、中介变量、调节变量进行中心化处理后建构全模型(χ2(15)=102.192,χ2/df=6.813,CFI=0.860,RMSEA=0.138),该模型发现:(1)同伴侵害与意向性自我调节的交互项对言语、身体和关系攻击的预测不显著;(2)部分控制变量对中介变量和结果变量的预测不显著。逐一删除上述路径,发现模型卡方均没有显著增加。因此,删除上述路径得到最终模型,检验发现拟合指数良好:χ2(40)=162.760,χ2/df=4.069,CFI=0.949,RMSEA=0.078。结果发现:(1)在控制了性别、亲子关系和感觉寻求之后,同伴侵害(b=-0.36,SE=0.02,p<0.01)和意向性自我调节(b=0.31,SE=0.02,p<0.01)均可显著预测心理需求满足,且同伴侵害与意向性自我调节的交互项对心理需求满足的预测也显著(b=-0.08,SE=0.04,p<0.05);(2)心理需求满足(b=-0.12,SE=0.03,p<0.01)、意向性自我调节(b=0.18,SE=0.02,p<0.01)显著预测言语攻击,且心理需求满足与意向性自我调节的交互项对言语攻击的预测也显著(b=-0.09,SE=0.04,p<0.05);(3)心理需求满足可显著预测身体攻击(b=-0.14,SE=0.03,p<0.01),然而,意向性自我调节对身体攻击的预测不显著(b=-0.01,SE=0.03,p>0.05);此外,心理需求满足与意向性自我调节的交互项对身体攻击的预测显著(b=-0.07,SE=0.04,p<0.05);(4)心理需求满足(b=-0.18,SE=0.03,<0.01)、意向性自我调节(b=0.06,SE=0.02,p<0.01)可显著预测关系攻击,且心理需求满足与意向性自我调节的交互项对关系攻击的预测也显著(b=-0.11,SE=0.03,p<0.01)。

通过同伴侵害与意向性自我调节对心理需求满足的交互效应进行简单斜率检验,计算出当意向性自我调节分别取值平均数正负一个标准差时,同伴侵害对心理需求满足的效应值,绘制简单效应的分析图。结果发现(图3):同伴侵害与心理需求满足的负向关联在高意向性自我调节青少年中(bsimple=-0.41,SE=0.03,p<0.01,95%CI[-0.46,-0.35])显著强于低意向性自我调节青少年(bsimple=-0.31,SE=0.02,p<0.01,95%CI[-0.36,-0.26])。

图3意向性自我调节在同伴侵害与心理需求满足关系间的调节作用

通过心理需求满足与意向性自我调节对言语攻击的交互效应进行简单斜率检验,计算出当意向性自我调节分别取值平均数正负一个标准差时,心理需求满足对言语攻击的效应值,绘制简单效应的分析图。结果发现(图4):(1)在高意向性自我调节青少年中,心理需求满足与言语攻击显著负向关联(bsimple=-0.18,SE=0.04,p<0.01,95%CI[-0.26,-0.11]);(2)然而,在低意向性自我调节青少年中,心理需求满足与言语攻击关联不显著(bsimple=-0.002,SE=0.05,p>0.05,95%CI[-0.10,0.09])。

图4意向性自我调节在心理需求满足与言语攻击关系间的调节作用

通过心理需求满足与意向性自我调节对身体攻击的交互效应进行简单斜率检验,计算出当意向性自我调节分别取值平均数正负一个标准差时,心理需求满足对身体攻击的效应值,绘制简单效应的分析图。结果发现(图5):(1)在高意向性自我调节青少年中,心理需求满足与身体攻击显著负向关联(bsimple=-0.26,SE=0.03,p<0.01,95%CI[-0.33,-0.20]);(2)然而,在低意向性自我调节青少年中,心理需求满足与身体攻击关联不显著(bsimple=-0.05,SE=0.05,p>0.05,95%CI[-0.14,0.03])。

图5意向性自我调节在心理需求满足与身体攻击关系间的调节作用

通过心理需求满足与意向性自我调节对关系攻击的交互效应进行简单斜率检验,计算出当意向性自我调节分别取值平均数正负一个标准差时,心理需求满足对关系攻击的效应值,绘制简单效应的分析图。结果发现(见图6):(1)在高意向性自我调节青少年中,心理需求满足与关系攻击显著负向关联(bsimple=-0.26,SE=0.03,p<0.01,95%CI[-0.33,-0.20]);(2)然而,在低意向性自我调节青少年中,心理需求满足与关系攻击关联不显著(bsimple=-0.05,SE=0.05,p>0.05,95%CI[-0.14,0.03])。

图6意向性自我调节在心理需求满足与关系攻击关系间的调节作用

最后,进一步采用偏差矫正Bootstrap方法检验中介效应的显著性发现:(1)在高意向性自我调节青少年中,中介路径“同伴侵害→心理需求满足→言语攻击”显著(中介效应值为0.075,SE=0.019,95%CI[0.041,0.116]),中介路径“同伴侵害→心理需求满足→身体攻击”显著(中介效应值为0.079,SE=0.016,95%CI[0.049,0.112]),中介路径“同伴侵害→心理需求满足→关系攻击”显著(中介效应值为0.108,SE=0.019,95%CI[0.075,0.153]);(2)在低意向性自我调节青少年中,中介路径“同伴侵害→心理需求满足→言语攻击”不显著(中介效应值为0.001,SE=0.016,95%CI[-0.031,0.032]),中介路径“同伴侵害→心理需求满足→身体攻击”不显著(中介效应值为0.028,SE=0.015,95%CI[-0.003,0.054]),中介路径“同伴侵害→心理需求满足→关系攻击”不显著(中介效应值为0.017,SE=0.015,95%CI[-0.010,0.047])。因此,“同伴侵害→心理需求满足→青少年言语、身体和关系攻击行为”中介路径均受意向性自我调节的调节,即构成了有调节的中介效应模型。

四、讨论

已有研究表明,同伴侵害是青少年攻击行为的重要风险预测因素(Linetal.,2018)。然而,其中介机制和调节机制尚不清楚。为探讨这一问题,本研究整合自我决定理论和生态系统理论,提出并检验了一个有调节的中介模型,获得了一些有意义的研究发现。

(一)心理需求满足的中介作用

与研究假设1相符,本研究发现,心理需求满足可显著中介同伴侵害与青少年身体攻击和关系攻击的关系。心理需求满足的妨碍与侵蚀是遭受同伴侵害等风险情境下的青少年出现攻击行为的重要心理机制之一。一方面,这与自我决定理论(Ryan&Deci,2000)的预测一致。该理论认为当社会环境不能满足个体的心理需求时,将会激发他们采取行动以满足心理需求的强烈动机。攻击行为可通过暂时提升自尊满足能力需求,也可以通过主动攻击满足自主需求,还可以通过赞同同伴团体攻击规范、结交高攻击性同伴满足关系需求。另一方面,本研究结果也与累积风险的研究相符。累积风险的研究表明,同伴侵害往往与家庭风险、学校风险、社区风险、个人风险等协同发生(Evans,Li,&Whipple,2013)。Simmons等人(1987)指出,在累积风险环境或强大的破坏环境下,青少年找不到舒适的、积极的舞台,造成心理需求的满足严重受损。当心理需求的满足迅速受损且找不到可以弥补的方式时,个体很可能会通过攻击行为来满足需求或发泄因需求受阻而引发的消极情绪。值得注意的是,尽管在中介效应模型中心理需求满足对言语攻击的预测不显著,但在有调节的中介模型中心理需求满足可显著负向预测言语攻击,使得心理需求的满足也可以中介同伴侵害与青少年言语攻击之间的关系。这表明心理需求的满足与言语攻击的关系受第三变量——意向性自我调节的影响,二者之间的关系在高意向性自我调节青少年中显著,而在低意向性自我调节青少年中不显著。

上述结果建设性地验证了以往研究的发现——心理需求满足是压力逆境影响青少年身心发展的重要中介过程(González,Swanson,Lynch,&Williams,2016)。本研究从自我决定理论(Ryan&Deci,2000)视角来解释青少年攻击行为具有重要意义。大量实证研究表明,压力事件导致心理需求满足受挫是网络成瘾、攻击行为等行为问题产生的重要原因(Lietal.,2016;喻承甫,等,2018)。本研究进一步将自我决定理论拓展到解释同伴侵害影响青少年攻击行为的中介机制,获得了与以往研究相类似的发现,从而丰富和深化了对青少年攻击行为发生发展的认识。

(二)意向性自我调节的调节作用

与假设2相一致,本研究还发现,同伴侵害对青少年心理需求满足的侵蚀效应受意向性自我调节的调节。具体而言,本研究发现,同伴侵害对心理需求满足的风险效应在高意向性自我调节青少年中显著强于低意向性自我调节青少年。这一调节模式符合保护加强假说(theprotective-enhancinghypothesis,Pluess&Belsky,2013),即一个保护因素(如意向性自我调节)加强了另一个保护因素(如低同伴侵害)的效应。具有高水平意向性自我调节的青少年以个人目标为导向,更可能会认为侵害的影响是可控的,对自己目标的达成影响不大,以及更倾向于利用资源转危为机。因此,高意向性自我调节的青少年的心理需求的满足受损较少。本研究的发现与生态系统理论(Bronfenbrenner,1977)的预测相一致,该理论认为个体与环境因素共同影响个体的发展,即个体因素和环境因素并不是独立对发展起作用的,而是交互影响个体的发展。以往相关研究表明,意向性自我调节可显著缓冲社区生态风险、不良学校氛围对青少年消极情绪、网络游戏成瘾的不利影响(Urbanetal.,2010;Yuetal.,2019)。本研究建设性地验证了上述研究发现,将意向性自我调节的风险保护作用拓展到同伴侵害和心理需求满足的关系领域。鉴于此,本研究依据韧性理论(resiliencetheory,Luthar,Crossman,&Small,2015)的观点,认为意向性自我调节可能是像心理韧性一样能缓冲风险不利影响的重要个人能力。此外,与研究假设2不一致,本研究发现,意向性自我调节在同伴侵害与青少年攻击行为的直接效应间的调节作用不显著。这可能是因为意向性自我调节在后两者关系中的调节效应主要是通过调节心理需求的满足这一心理过程来起作用的。

本研究还发现,意向性自我调节显著调节心理需求满足对青少年言语、身体和关系攻击的影响。就言语攻击而言,意向性自我调节会放大低心理需求满足对青少年言语攻击的影响,这与研究假设3不一致。这可能是因为本研究的被试群体为早期青少年,此时期青少年意向性自我调节的发展尚处于萌芽阶段,意向性自我调节水平不高且缺乏应用经验(Gestsdóttir&Lerner,2007)。此外,意向性自我调节所依据的个人目标在早期青少年时期也尚处于探索阶段(Mccormick,Qu,&Telzer,2015)。因此,在这个发展时期中报告意向性自我调节较高的青少年可能因个人目标不清晰、缺乏自我调节应用经验,而且自我控制能力又不足,使得他们情急之下表现出较多的言语攻击。与言语攻击不同,意向性自我调节对心理需求满足在青少年身体、关系攻击关系间的调节作用符合差别易感性模型(differentialsusceptibilitymodel,Eisenberg,Sulik,Spinrad,Edwards,Eggum,&Liew,etal.,2012)。即低意向性自我调节青少年对于心理需求的不满足不太敏感,而高意向性自我调节青少年则更为敏感,在高心理需求满足时个体的适应更好,表现出较少的身体、关系攻击,而在低心理需求满足时个体适应更差,表现出较多的身体、关系攻击行为。因此,心理需求满足和意向性自我调节对青少年言语攻击和身体、关系攻击的不同交互作用,建设性地印证了青少年不同形式攻击行为间存在着不同的影响机制(Werner&Nixon,2005)。

(三)研究局限与未来展望

尽管本研究获得了一些有价值的发现,但仍然存在一些不足,有待未来进一步探究。其一,本研究为横断设计,这使得变量之间因果关系的推断受到限制,今后的研究还需要采用纵向设计来进一步确立其因果关系。尤其值得指出的是,攻击行为也可能是导致同伴侵害的重要原因,本研究仅关注了同伴侵害对攻击行为的单向影响,未来有必要考察两者的双向作用机制。其二,本研究数据采用青少年自我报告,可能存在着一定的共同方法偏差;未来的研究可采用父母、同伴、青少年本人等多种报告来源和/或问卷法、实验法等多种研究方法采集数据。其三,本研究仅控制了性别、年龄、家庭人均月收入、亲子关系和感觉寻求,未来的研究需要进一步纳入其他重要的控制变量。其四,本研究仅从心理需求满足和意向性自我调节视角探究了同伴侵害影响青少年攻击行为的作用机制,未来的研究可进一步探究其他重要中介变量和调节变量的作用。

参考文献：

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基金:国家自然科学基金面上项目“感觉寻求与青少年问题行为”(81671154)